國有資本、融資約束與民營企業技術創新

張根林 段恬

【摘 要】 為了更好地認清國有資本在民營企業中扮演的角色，基于混合所有制改革背景，以2014—2018年滬深兩市民營上市公司為研究樣本，運用面板數據雙向固定效應模型和Heckman兩階段分析法，實證檢驗了民營企業中國有資本、融資約束與技術創新三者之間的關系。研究表明：國有資本的加入抑制了民營企業技術創新，融資約束在兩者的關系中起到了部分中介作用，即國有資本參股民營企業后并未發揮資源優勢，反而加重了企業融資約束程度，進而抑制了民營企業技術創新。研究結果不僅彌補了已有研究的不足，還為混合所有制改革的深入推進提供了理論參考和實踐指導。

【關鍵詞】 國有資本; 融資約束; 民營企業; 技術創新; 混合所有制

【中圖分類號】 F275.1 ?【文獻標識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2020）02-0146-07

一、引言

為進一步完善我國經濟體制，增強經濟活力，2013年11月黨的十八屆三中全會通過了《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》，從宏觀層面將發展混合所有制經濟推向了新高度。隨后，中央連續出臺多個配套文件，從微觀層面為落實發展混合所有制企業、實現多種所有制資本的交叉持股、優化企業股權結構、提高資本運營效率、建立健全現代企業制度提出了具體要求。在這個背景下，混合所有制成為了廣泛探討的熱點話題，而關注的重點基本是國有企業的混合所有制改革。黃速建[ 1 ]通過對混合所有制經濟（宏觀角度）和國有企業混合所有制改革（微觀角度）的分析研究，指出了國有企業在混合所有制改革中需要解決的重點問題，并提出國有企業在改革中應建立明確的進入與退出機制、程序與方式，充分尊重市場規則，建立完善的公司治理機制等建議措施。馬連福等[ 2 ]通過構建混合主體多樣性、深入性和制衡度三個指標，實證研究了其對國有企業績效水平的影響，發現簡單的股權混合并不能夠改善公司的績效水平，混合主體深入性與績效水平呈倒U型關系，外資股東的制衡作用要優于民營股東。綦好東等[ 3 ]通過理論分析闡述了國有企業混合所有制改革中的動力、阻力和實現路徑。此外，部分學者從國有企業混合所有制改革產生的公司治理問題以及改革效應和影響機制等方面展開了研究，如楊紅英和童露[ 4 ]、嚴漢民和陳陽雯等[ 5 ]。然而，已有研究忽視了對混合所有制改革中另一個重要方向（民營企業混合所有制改革）的研究，即將國有資本引入民營企業后可能產生的經濟后果與作用機制。事實表明，國有資本為進一步擴大其控制力和影響力，促進資本的優化配置、實現保值增值，并讓民營企業承擔更多的社會職能以減輕自身的政策性負擔，政府可作為投資人向民營企業投資形成混合企業。部分學者認為國有資本的加入，能夠為民營企業帶來一定的政治資源，緩解企業融資約束，從而促進民營企業發展，如羅進輝[ 6 ]、張雨瀟[ 7 ];但也有部分學者認為國有資本的加入會擠壓民營企業的生存空間，加重民營企業政策性負擔和委托代理問題，從而阻礙民營企業的發展，如Boubakri等[ 8 ]、李文貴和邵毅平[ 9 ]。因此，國有資本在民營企業中扮演的治理角色還沒有被認清，亟待進一步研究。

隨著我國經濟進入新時代，經濟增長從要素驅動型模式向創新驅動型模式轉變。與此同時，在國家推行“大眾創業，萬眾創新”的背景下，技術創新在民營企業的發展中占據核心地位。Hsiao[ 10 ]研究表明技術創新不僅能夠改變企業的生產方式，提高生產效率，而且能夠提升企業競爭力，讓企業實現健康長遠的發展。張璇等[ 11 ]指出外部融資是企業創新投入的重要來源，當企業面臨融資約束時，企業研發投入強度明顯減弱。囿于目前我國資本市場不夠成熟、企業融資環境和創新環境還不夠優化等情況，加上民營企業技術創新項目融資需求大、技術開發難度大、風險不確定性高、投資回收期長等特點，致使我國民營企業普遍面臨較大的融資約束問題。那么，民營企業通過混合所有制改革，注入國有資本，加大政治關聯，能否緩解其融資約束問題進而促進企業技術創新？國有資本參股民營企業產生的經濟后果是積極的還是消極的？鑒于此，本文基于民營企業混合所有制改革的視角，以2014—2018年滬深兩市A股民營上市公司為樣本，運用面板數據雙向固定效應模型和Heckman兩階段分析法，實證檢驗了民營企業中國有資本、融資約束與技術創新三者之間的關系，以期從融資約束和技術創新的角度，更好地認清國有資本在民營企業中扮演的治理角色，為我國正在進行的混合所有制改革提供一定的經驗參考。

二、理論分析與研究假設

（一）國有資本與民營企業技術創新

隨著改革開放的不斷深化，民營企業隊伍迅速壯大，已成為我國市場經濟發展的重要推動力和組成部分。武立東等[ 12 ]研究發現，相比于國有企業，民營企業公司治理機制更為完善，其企業生產效率更高。但由于產權地位不平等現象的存在，民營企業在行業準入、信貸融資、稅收補助等經營環境方面受到更多的限制，融資難、資源少仍然是制約民營企業發展的瓶頸。企業技術創新不僅需要大量的資金投入，而且可能面臨創新失敗的風險，但在我國這種特殊的制度背景下，國有資本具有天然的“政治優勢”和“資源優勢”[ 13 ]，若民營企業適當地引入國有資本，通過政治關聯這種“非正式機制”，既可以緩解融資約束，降低創新風險，又可以爭取政府部門創新資源，進而催化民營企業研發投入。此外，牛彪等[ 14 ]研究發現國有資本的加入能夠有效改善民營企業的身份歧視，提高企業聲譽，為民營企業提供一種隱性的國家擔保，幫助企業建立更有效的社會網絡，為尋求政策支持、獲取市場信息以及資源提供便利，進而增加企業資源，促進民營企業技術創新。基于此，本文提出如下假設：

H1a：國有資本能夠有效促進民營企業技術創新。

然而，部分學者認為國有資本的加入會擠壓民營企業的生存空間，加重民營企業政策性負擔和委托代理問題，從而阻礙民營企業的發展。李文貴和邵毅平[ 9 ]從政府的“資源控制需求”動機出發，研究發現民營企業在實施國有化后，雖然獲得了更多的政府補貼和減免了部分稅款，但同時企業管理費用和員工工資也明顯增多，反而降低了民營企業的績效水平。王曙光和徐余江[ 15 ]研究發現混合所有制改革在宏觀視角下起到了一定的積極作用，但在微觀視角下這一作用并不明顯。白俊等[ 16 ]也發現國有資本的加入并未發揮其信貸資源優勢，反而加劇了企業的代理沖突，加重了企業的社會職能任務和政治性負擔，削弱了管理層的創新意愿，從而降低了企業研發投入水平。此外，我國混合所有制改革目前仍處于由淺水區到深水區的過渡期，改革范圍和改革力度仍需加大，相關配套政策制度還有待進一步完善。混合所有制改革如果只是簡單或者較低程度地將股權混合，并不能讓國有資本和民營資本發揮其各自優勢，達到相互促進的作用，反而會導致不同性質股東的“搭便車”行為，致使對管理層的監督不足[ 2 ]，由于代理沖突的存在，管理層可能會更傾向于時間短、見效快的短期投資行為，放棄投入大、回報周期長、不確定性高的創新投資，從而抑制了民營企業技術創新。基于此，本文提出如下假設：

H1b：國有資本抑制了民營企業技術創新。

（二）國有資本、融資約束與民營企業技術創新

結合前文的分析，對于民營企業而言，國有資本加入后不管扮演什么角色，都會對其融資約束程度產生影響。一方面，國有資本的政治關聯關系能夠為民營企業帶來一定的資源優勢，同時為民營企業提供隱性的國家擔保，提高企業聲譽，向外部資本市場傳遞利好信號，吸引更多投資者投資，增強市場投資者的意愿，從而緩解企業融資約束;另一方面，國有資本在帶來資源優勢的同時，不僅會加大企業消耗性成本，降低企業現金流能力，而且會加重企業的社會職能任務和政治性負擔，降低經營效率，向市場傳遞利空信號，減弱市場投資者的意愿，從而進一步加重了企業融資約束。

大量研究表明，由于技術創新具有資金需求量大、投資回收期長等特點，企業融資約束會直接抑制企業技術創新[ 17-18 ]。丁一兵等[ 19 ]基于產業結構升級視角，研究發現融資約束是制約技術創新與產業結構升級的重要因素，緩解企業融資約束，微觀上能夠推動企業技術創新活動，宏觀上能夠促進產業結構的優化升級。張璇等[ 11 ]利用企業調查數據，研究發現外部融資是企業研發投入的重要來源，當企業面臨融資約束時，企業研發投入強度明顯減弱。綜上所述，國有資本的加入必然會對民營企業融資約束產生影響，而融資約束是影響技術創新投入的關鍵因素，那么國有資本很可能通過影響融資約束的路徑對技術創新投入有間接作用，即融資約束在國有資本與民營企業技術創新的關系中起到部分中介作用。基于此，本文提出如下假設：

H2：融資約束在國有資本與民營企業技術創新的關系中起到部分中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

2013年11月，十八屆三中全會將混合所有制改革推向了新高度，考慮到在同一制度環境下研究更具有實踐意義，本文選取2014—2018年滬深兩市A股民營上市公司面板數據作為研究初始樣本，同時，模型中用到了上一期的不同性質資本持股比例，因此，選用了2013—2017年前十大股東中不同性質資本持股比例。對初始樣本采用以下原則進行篩選：（1）剔除金融保險行業上市公司以及樣本量小于10的行業樣本;（2）剔除樣本當年被PT、ST和*ST處理的上市公司;（3）為了保證企業數據的有效性和穩定性，剔除上市時間不滿一年的企業;（4）剔除財務數據殘缺或變量存在特殊值的樣本點。經過以上篩選，得到7 362組樣本數據。前十大股東股權性質數據來源于銳思金融研究數據庫（RESSET），其余財務數據均來源于國泰安數據庫（CSMAR），并與上市公司年度數據進行比對核實。本文所有的數據處理均由Stata14.0完成，并對主要連續變量在1%水平上進行了Winsorize處理。

（二）變量設計

1.被解釋變量

技術創新。本文選取研發投入強度（RD）來衡量企業技術創新，研發投入決策是公司戰略決策的重要組成部分，具有全局性和長遠性的特點，企業研發投入主要體現在企業的研發費用上，為了避免企業規模大小帶來的影響，借鑒Chemmanur等[ 20 ]、楊風和李卿云等[ 21 ]的研究方法，本文選取研發投入強度（等于研發支出總額/營業收入）來衡量企業研發投入水平。

2.解釋變量

國有資本。本文選用國有資本混合度（OMD）來衡量國有資本在民營企業股權結構中的地位和作用，借鑒馬連福等[ 2 ]和楊志強等[ 22 ]的做法，首先分別計算出前十大股東中國有資本和非國有資本的持股比例之和，然后用國有資本持股比例之和除以非國有資本持股比例之和，比值即為民營企業股權混合度。該值越大說明國有資本的混合程度越高，具有更多的話語權和更大的影響力，進而對民營企業的融資約束和技術創新產生影響。

3.中介變量

融資約束。融資約束是指當企業內外融資成本出現差異時，企業投資所受到的約束。衡量企業融資約束程度的方法和指標較多，主要包括KZ指數、WW指數、SA指數以及企業關鍵的財務指標（如企業規模、資產負債率和利息保障倍數等），使用最早的KZ指數在后人的研究中受到了不少質疑。Whited和Wu[ 23 ]研究發現KZ指數的大小并不能有效反映出企業融資約束程度的高低，而SA指數以及企業財務指標的衡量相對單一，不夠全面，因此本文在兼顧指標的可比性和綜合性的基礎上，選取WW指數來測度民營企業融資約束程度，借鑒Whited和Wu（2006）對融資約束指數的構建，即：

0.044SIZE+0.102IGROWTH-0.035GROWTH

其中CF為現金流量凈額，DIVPOS是企業當期是否支付現金股利的虛擬變量，LEV為企業資產負債率，SIZE為企業規模指標，IGROWTH為所屬行業當期的行業營業收入增長率，GROWTH為該樣本企業當期的營業收入增長率。

4.控制變量

考慮到影響企業研發投入的因素較多，參考已有研究并結合本文的研究要點選取如下取控制變量：總資產凈利率（ROA）、總資產周轉率（AT）、營業收入增長率（GROWTH）、股權集中度（CR）、兩職合一（DUAL）、獨立董事比例（INDR）和企業規模（SIZE）。具體定義見表1。

（三）模型設計

為盡量避免模型的內生性問題，本文采用滯后一期的國有資本混合程度，同時選取面板數據雙向固定效應模型來進行檢驗。此外，借鑒溫忠麟等（2005）提出的檢驗中介效應的方法，本文構建如下三個模型：

為了控制宏觀經濟狀況以及公司層面異質性的影響，在模型中控制了時間效應（λ）和個體效應（u）。國有資本、融資約束與民營企業技術創新的關系主要體現在模型（1）和模型（2）中的？茁1以及模型（3）中的？茁1、？茁2的大小、符號以及顯著性。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

表2報告了模型中所有變量的基本描述性統計結果。從表2可以發現：（1）民營企業研發投入強度整體水平還不夠高，企業間差異較大。一方面，民營企業研發投入強度平均值為4.522，研發資金的投入不及營業收入的5%，說明民營企業技術創新投入強度還不夠;另一方面，研發投入強度的標準差為4.623，大于平均值，最小值為0，最大值卻高達25.73，不同企業之間的差異較大，說明部分企業對研發投入較為重視，而部分企業的技術創新水平較低。（2）面臨的融資約束程度差異較大。WW指數的最小值為-0.845，最大值為0.855，同時標準差大于平均值，說明不同的民營企業面臨的融資約束程度不同。（3）目前我國民營企業中國有資本混合程度較低，差異較大，最小值和中位數都為0，說明一半以上的民營企業前十大股東中并沒有國有資本的加入;平均值只有0.03，說明國有資本對民營企業的投資整體水平較低。

（二）相關性分析

為了初步判斷各變量之間的相關程度，表3列示了模型中變量的相關性分析。通過相關性檢驗發現，民營企業國有資本混合度（OMD）、融資約束（WW）均與研發投入強度（RD）具有顯著的相關性，且系數為負。這初步說明民營企業中國有資本的加入抑制了技術創新水平，融資約束也制約了企業技術創新的發展，與本文假設1b相符。同時，國有資本混合度與融資約束呈顯著的正相關關系，為驗證假設2奠定了基礎。其余控制變量均與研發投入強度有著顯著的關系，說明本文在模型設計和變量選取上比較合理。為了進一步驗證是否存在嚴重的共線性問題，本文對解釋變量和控制變量進行共線性診斷，發現其方差膨脹因子VIF的取值范圍為1.03～3.16，遠小于10，表明不存在嚴重的共線性問題。

（三）回歸分析

在相關性分析的基礎上，表4列示了模型（1）—模型（3）雙向固定效應模型進行面板數據回歸后的結果。從結果中可以看出，模型的R2分別為0.097、0.204和0.101，且其F值均在1%的水平上通過顯著性檢驗，說明模型中已有變量能夠較好地解釋研發投入的影響因素。

表4中模型（1）的結果顯示國有資本混合度（OMD）的系數為-1.031，且在5%的水平上顯著，說明國有資本的加入并沒有給民營企業帶來資源優勢，反而增加了企業的成本費用消耗，加大了委托代理成本，從而降低了企業研發投入水平，假設H1b得到了有效證實。模型（2）的結果顯示國有資本混合度的系數為0.183，且在1%的水平上顯著，說明國有資本的加入不但沒有緩解民營企業融資約束，反而還加重了其融資約束程度，給企業經營帶來了困難。模型（3）的結果顯示在模型（1）的基礎上加入WW指數后，國有資本混合度、WW指數均與研發投入均呈顯著的負相關關系，且減弱了國有資本混合度與研發投入的負相關關系。通過系數比較發現：-0.897+0.183× （-0.732）=-0.1031，即國有資本混合度與研發投入的總效應系數-1.031，等于直接效應系數-0.897與中介效應系數0.183×（-0.732）之和，說明國有資本對民營企業技術創新的抑制作用有部分是通過融資約束來傳導的，即融資約束在國有資本與民營企業技術創新的關系中起到部分中介作用，假設H2得到了有力支持。

（四）穩健性檢驗

1.利用Heckman兩階段法做內生性問題檢驗

盡管前文通過采用滯后一期的國有資本混合度降低了模型中“互為因果”的內生性問題，但由于民營企業樣本中一半以上的企業前十大股東中并沒有國有股東，可能產生樣本選擇性偏差的內生性問題。因此，為了驗證上述回歸結果的可靠性，本文借鑒凌士顯和白銳鋒[ 24 ]的做法，采用Heckman兩階段選擇模型來解決“樣本選擇偏差”的內生性問題，第一階段運用Probit模型估計企業前十大股東是否存在國有資本持股（WSS）的逆米爾斯比率（Lambda），模型設計如下：

在第一階段估計中新增了兩個重要的自變量，分別是以董事會總人數來衡量董事會規模（BD）、用企業上市時間長短來衡量企業上市年齡（AGE）。通過第一階段的回歸得出每一家民營企業前十大股東存在國有資本持股的逆米爾斯比率（Lambda），將Lambda作為控制變量帶入模型（1）—模型（3）中形成模型（5）—模型（7）并進行第二階段的回歸分析。

Heckman兩階段回歸結果見表5。第一階段的回歸結果顯示：上市時間長、董事會規模大、盈利能力好、股權集中度低和企業規模大的民營企業越容易得到國有資本的青睞。從模型（5）—模型（7）的回歸結果可以看出，逆米爾斯比率（Lambda）與研發投入均不存在顯著的關系，說明前文模型的分析結果不存在樣本選擇偏差的內生性問題。在控制了逆米爾斯比率后，國有資本、融資約束與民營企業技術創新三者之間的關系依舊與前文結論一致，說明本文研究結果具有穩健性。

2.采用國有資本持股比例替代國有資本混合度

為了避免國有資本參股民營企業這一指標衡量的單一性以及變量的敏感性，本文還采用民營企業前十大股東中國有資本持股比例之和來替代國有資本混合度，進行穩健性檢驗，結果如表6所示。回歸結果與前述發現基本保持一致，再次說明本文的研究結果具有穩健性。

五、研究結論與啟示

本文基于混合所有制改革的大背景，利用2014—2018年滬深兩市民營上市公司，探討了國有資本、融資約束與技術創新三者之間的關系。研究表明：國有資本的加入抑制了民營企業技術創新;融資約束在兩者的關系中起到了部分中介作用，即國有資本參股民營企業后并未發揮其資源優勢，反而加重了企業融資約束程度，進而抑制了民營企業技術創新。研究結果不僅彌補了已有研究的不足，有助于更好地認清國有資本在民營企業中扮演的角色，而且為混合所有制改革的深入推進提供了理論參考和實踐指導。

本文的研究對當前民營企業發展和混合所有制改革有如下啟示：（1）多措并舉緩解民營企業融資約束。政府應進一步推進金融部門的市場化改革和金融體制的創新，為民營企業提供合理所需的信貸資源，拓寬企業的融資渠道，在制度層面徹底消除“不平等”對待，多措并舉實現我國民營上市公司融資的多元化和市場化。（2）政府要繼續加強對民營企業技術創新的支持力度，完善知識產權法等相關法律法規，竭力解決民營企業融資難、融資貴等問題，使其將更多的資源進行技術創新投資，并在良性競爭中發展壯大。（3）進一步完善混合所有制改革的配套制度建設，強化混合所有制企業的內部治理機制。本文在一定程度上揭示了國有資本在民營企業混合所有制改革中可能的弊端，而消除弊端需要內部治理與外部治理的雙重配合，充分發揮國有資本的資源優勢，使不同性質的資本進行充分有效的混合，形成有效的制衡和監督機制，為民營企業高質量快速發展提供良好的內外部環境。

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